2.1. Descomposición del índice de Gini por fuentes de ingreso

Desarrollos iniciales en la descomposición del índice de Gini mostraron, en la década de los setenta del siglo XX, que esa medida de desigualdad no debía ser descompuesta en las desigualdades dentro y entre los grupos; ya que hay un tercer término que capta el grado en el que los ingresos se superponen en los diferentes grupos; término que no podía ser aditivamente separado. ^{Pyatt (1976)}, con su abordaje de juego estadístico para la descomposición de ese índice, contribuyó a una mejor comprensión de esa dificultad. Sin embargo, la descomposición del índice de Gini por factores siguió siendo analizada y desarrollada con herramientas matemáticas adicionales por otros como ^{Pyatt et al., 1980}; ^{Shorrocks, 1980} y ^{Cowell, 1988}.

En ^{1980 Shorrocks} hizo una severa crítica a la posibilidad de medir la contribución de componentes individuales de ingreso a la desigualdad total con los métodos usados en esa época. En su argumentación concluye que la mejor medida para ese propósito es la raíz cuadrada del coeficiente de variación; no obstante, es muy sensible a cambios en el extremo superior de la distribución; es decir, el coeficiente de variación como medida de desigualdad en la distribución del ingreso permite captar lo que ocurre cuando hay una transferencia de ingreso desde los ricos hasta los extremadamente ricos; sin embargo, es incapaz de captar adecuadamente cómo las transferencias regresivas de ingreso afectan a los más pobres.

A pesar de las críticas, diversos autores propusieron, desde la década de los ochenta del siglo XX, nuevas formas de descomponer el índice de Gini; por ejemplo, ^{Shorrocks (1982)} se basó en el cálculo de las razones de concentración por fuentes de ingreso. Investigaciones recientes con buenos resultados han aplicado la descomposición del índice de Gini partiendo de la propuesta inicial de Shorrocks, basada en la cuantificación de las razones de concentración de cada componente del ingreso total; entre ellas, las realizadas por ^{Azevedo et al., 2013}; ^{Chantreuil y Trannov, 2013}; ^{Shorrocks, 2013}; ^{Aristondo et al., 2011}; ^{Chen et al., 2010}; ^{Hoffmann, 2009}; ^{Van, 2009}; ^{Griffiths, 2008}; ^{Cowell y Fiorio, 2006}; ^{Giovanni, 2006}; ^{Soares, 2006}; ^{Araar, 2004}; ^{Mussard et al., 2003}, y Foster, et al., 2001.

El método de descomposición aplicado en este estudio es similar al analizado por ^{Cowell y Fiorio (2006)}, el cual, en función de la disponibilidad de microdatos fue adaptado y aplicado recientemente por ^{Hoffmann (2009)} para el caso de Brasil; aquí seguiremos a este autor, quien muestra que el coeficiente de Gini puede ser fácilmente descompuesto en dos partes: el coeficiente de concentración de cada componente del ingreso en relación con el ingreso total y la proporción que cada componente tiene en el ingreso total.

A continuación presentaremos, pormenorizadamente, el procedimiento de descomposición de los cambios en el índice de Gini (G).

Sea x_i el ingreso familiar per cápita de la i-ésima persona, con i = 1, 2, 3,…, n. Esos ingresos están ordenados de manera que x₁ < x₂ < x₃ <…<x_n . Vamos a admitir que el ingreso x_i está compuesto por k componentes:

Con los ingresos ordenados así, la curva de Lorenz muestra cómo la proporción acumulada de ingreso varía en función de la proporción acumulada de población. Siendo β el área entre la curva de Lorenz y el eje de las abscisas, sabemos que el índice de Gini es:

Se puede demostrar que 0 ≤ G < 1.

Si mantenemos el ordenamiento de los ingresos x_i, la curva de concentración de cada componente x_hi muestra cómo la proporción acumulada de los x_hi varía en función de la proporción acumulada de la población. Siendo β_h el área entre esa curva y el eje de las abscisas, la razón de concentración de cada componente x_hi es:

Se puede demostrar que -1 ≤ C_h < 1.

Si ϕ_h es la participación del h-ésimo componente en el ingreso total, se puede demostrar que

De esta forma, el índice de Gini de la distribución del ingreso puede ser dividido en k componentes, correspondientes a las k fracciones del ingreso per cápita de los hogares.

Consideremos ahora que el mismo tipo de descomposición del índice de Gini sea hecho en dos años distintos, indicados por los subíndices 1 y 2:

Entonces la variación del índice de Gini entre esos dos años es:

Sumando y sustrayendo φ_1hC_2h y factorizando, obtendremos:

Con ∆φ_h = φ_2h - φ_1h y ∆C_h = C_2h -C_1h

Alternativamente, sumando y substrayendo φ_2h C_1h dentro de la expre-sión entre paréntesis en (7) y factorizando, obtenemos:

Las fórmulas (8) y (9) son dos maneras posibles de descomponer DG. Para evitar la cuestión de seleccionar arbitrariamente una de ellas, es razonable utilizar el promedio aritmético de las dos:

y

El promedio de los índices de Gini en los dos años considerados sería:

Por lo que se puede probar que

Entonces la expresión (10) permanece con validez si sustraemos la ecuación (14) del segundo miembro, obteniendo

Matemáticamente, tanto (10) como (15) son válidas; pero, cuando analizamos el significado económico de sus términos podemos concluir que (15) es la expresión correcta, como señala ^{Soares (2006)}. En la ecuación (10), el aumento en la participación de un componente del ingreso (Δϕ>0) sólo contribuye para reducir el índice de Gini si la respectiva razón de concentración (C_h^*) es negativa. En la ecuación (15), el aumento en la participación de un componente del ingreso (Δϕ>0) contribuye para la reducción del índice de Gini si la respectiva razón de concentración es menor que el índice de Gini (C_h^* < G*). De acuerdo con la fórmula (15), el aumento de la participación de un componente del ingreso (Δϕ>0) contribuye para aumentar o disminuir el índice de Gini, en función de si la razón de concentración de ese componente del ingreso es mayor o menor que el índice de Gini, respectivamente.

Tomando la fórmula (15) como la descomposición del cambio en el índice de Gini, la contribución total del h-ésimo componente del ingreso para ese cambio es:

y la respectiva contribución porcentual es:

En las ecuaciones (16) y (17) podemos distinguir un efecto asociado al cambio en la composición del ingreso, a lo que en la literatura especializada se le denomina efecto-composición (^{Chen, 2010}; ^{Griffiths, 2008}; ^{Cowell y Fiorio, 2006} y ^{Soares, 2006}) y un efecto asociado al cambio en las razones de concentración a lo que se denomina efecto-concentración. El efecto-composición del h-ésimo componente del ingreso es:

o, como porcentaje del cambio en el índice de Gini:

Por lo tanto, el efecto-composición total es:

A su vez, el efecto-concentración del h-ésimo componente del ingreso está dado por:

O, como porcentaje del cambio en el índice de Gini:

y ,por lo tanto, el efecto-concentración total es:

En el siguiente apartado mostraremos la evolución reciente de la distribución del ingreso en México (2000 a 2012) y aplicaremos el proceso de descomposición del índice de Gini derivado anteriormente.

2.2. Análisis formal de descomposición de los índices de Mehran y de Piesch

Como veremos en esta sección, el procedimiento de descomposición para los índices de Mehran (M) y de Piesch (P) es totalmente análogo al del índice de Gini (G). De acuerdo con ^{Sen y Singer (1994)}, los índices de Mehran y Piesch son casos particulares del coeficiente de Gini y fueron propuestos como medidas susceptibles de desagregarse aditivamente por los autores a quienes deben sus nombres. Para observar la semejanza de estas medidas con el índice de Gini, a continuación definiremos las tres medidas de desigualdad directamente asociadas con el área entre la curva de Lorez y la línea de plena equidad:

Índice de Gini:

Índice ed Mehran:

Índice de Piesch:

Donde p_i y Φ_i son las coordenadas de los puntos en la curva de Lorenz y n es el tamaño de la población.

En la fórmula (25) se puede observar que en el índice de Mehran la diferencia entre las coordenadas de la línea de plena equidad y las coordenadas de la curva de Lorenz es ponderada por (1-p_i); haciendo que esta medida de desigualdad sea relativamente más sensible a cambios en el extremo inferior de la distribución, es decir, en los primeros deciles o estratos de los más pobres, si la comparamos con el índice de Gini. En el índice de Piesch el factor de ponderación es p_i, haciendo que dicho índice sea más sensible a cambios que ocurren en el extremo superior de la distribución, es decir, en los últimos deciles o estratos de los más ricos.

Esta observación es relevante cuando se analiza la sensibilidad de las diversas medidas de desigualdad ante cambios en la distribución del ingreso; no todas reaccionan en la misma proporción ni, necesariamente, en la misma dirección. Lo deseable es que cuando una parte del ingreso de los más pobres es transferida a través de los mecanismos de mercado hacia el sector más adinerado de la población, las medidas de desigualdad crezcan, reflejando esa situación. De las medidas de desigualdad más difundidas (Theil, Redundancia de Theil, Atkinson, Gini, Mehran, Piesch) sin duda el índice de Gini es el que, de manera general, capta de una mejor manera los cambios en la desigualdad.

El índice de Gini es particularmente sensible a cambios que ocurren entre los deciles 3 a 7 de la distribución (^{Aguilar-Gutiérrez, 2012}). Sin embargo, ante procesos de ingreso que siguen una distribución aproximadamente log-normal (es la distribución típica en las economías de mercado modernas), el índice de Mehran permite capturar de una mejor manera cambios en la distribución que afecten positiva o negativamente a los estratos de más bajos ingresos, que se encuentran en el extremo inferior de la distribución; es decir, a los más pobres entre los pobres. Por su parte, el índice de Piesch es más sensible a modificaciones en la distribución del ingreso que afectan a los estratos más ricos de la población.

El proceso de disminución en la desigualdad de la distribución del ingreso per cápita de los hogares que se presentó en México entre 2000 y 2012 sugiere cambios importantes en los dos extremos de la distribución. En función de ello, en esta investigación se aplica la descomposición de dichos cambios con los índices de Gini, Mehran y Piesch.

Usando la ponderación de factores (1-p_i ) del índice de Mehran, podemos definir las “razones de concentración” correspondientes a esta medida de desigualdad como:

Análogamente, las razones de concentración asociadas con el índice de Piesch pueden ser calculadas con:

Es fácil verificar que:

y

Tenemos, así, una descomposición del índice de Mehran y del índice de Piesch análoga a la descomposición del índice de Gini. Son las fórmulas (16), (17), (19), (20), (22), (23), (29) y (30) las que se aplican en los cálculos de descomposición de la desigualdad en la distribución del ingreso per cápita de los hogares de México en el periodo 2000-2012 de la cuarta sección del presente estudio.

3.1. Distribución 2000 vs. menor desigualdad en 2012

El Cuadro 1 muestra la distribución del ingreso per cápita de los hogares en México, en el 2000. La primera columna presenta los diferentes estratos de población ordenados en valores descendientes de ingreso. Así, 1% superior se refiere a 1% de la población con ingreso más elevado; 5% comprende a 5% con ingreso más elevado, inclusive 1% superior. Enseguida tenemos la distribución por décimos de la población económicamente activa, comenzando, también, por los 10% más ricos y terminando con los 10% más pobres. La segunda columna muestra los porcentajes de ingreso correspondiente a cada grupo. La tercera y cuarta muestran, respectivamente, valores acumulados de los ingresos más altos hasta los más bajos y viceversa. La quinta columna muestra el ingreso promedio en dólares. Finalmente, las dos últimas columnas presentan los ingresos relativos de cada grupo, con relación a la mediana del ingreso (columna 6) y con relación al ingreso promedio (columna 7). En la parte inferior del cuadro están algunos índices de desigualdad (Gini, T de Theil y su dual), bien como la mediana del ingreso y el ingreso promedio. Es importante notar que, por tratarse de la población en 2000, el total de personas era de alrededor de 98,3 millones de personas.

Se puede observar que el segmento constituido por 1% más rico de la población tenía 13,97% del total del ingreso,² y tenía un ingreso promedio de 2,371 dólares mensuales, por persona. Considerando los 5% más ricos, la participación relativa se eleva a 32,37% y el ingreso promedio mensual cae hacia 1,099 dólares. El último décimo de la distribución (los 10% más ricos) tenían 44,82% del total, con un ingreso promedio de 761 dólares por persona al mes. En el décimo siguiente se observa una caída brusca en la participación que es de 15,46% del ingreso total y el promedio cae hasta 262 dólares.

Después de ese décimo, las reducciones en las participaciones de los diferentes grupos son menores, sugiriendo una mayor desigualdad entre los estratos más ricos si la comparamos con la que existe entre los grupos más pobres de la población (a pesar de que los 10% más pobres reciben apenas 17,99 dólares por mes, por habitante; mientras que el décimo siguiente tiene ingreso promedio 92,5% mayor, de 34,63 dólares mensuales).

Es importante notar la magnitud de la diferencia entre la mediana del ingreso (94,36 dólares) y el ingreso promedio (169,75 dólares), que indica una fuerte asimetría positiva en la distribución. Así, el ingreso relativo de 1% superior varía de 25 a 13, según sea hecha la comparación con relación a la mediana del ingreso o con relación al ingreso promedio. Por definición, los 50% más pobres de la población tienen percepciones inferiores a la mediana del ingreso y, por indagación, los 70% más desfavorecidos tienen ingreso menor al promedio.

¿Qué ocurrió con la distribución del ingreso en 12 años? El Cuadro 2 permite observar cómo los ingresos de los deciles más pobres creció relativamente más su participación en el ingreso total de los hogares; debido a lo cual el índice de Gini que en el 2000 era de 0,558 (ver Cuadro 1); bajó a 0,501 en el 2012 (Cuadro 2). Efectivamente: el decil más pobre tenía un ingreso que representaba 1,06% del ingreso total en el 2000 y pasó a 1,25% en 2012. El segundo decil que tenía 2,04% pasó a 2,61%; el tercero tenía 2,98% y subió a 3,64% y, finalmente, el cuarto decil pasó de 3,90% a 4,61% del ingreso total del 2000 a 2012.

El Cuadro 2 muestra la distribución del ingreso per cápita de los hogares en México en 2012; en él se describe que 1% de la población más rica detentaba 10,85% del ingreso total y tenía un ingreso promedio de 2,222 dólares por mes. Los 5% más ricos recibieron 27,13% del ingreso total, con un ingreso promedio mensual de 1,111 dólares. Los 10% más ricos tenían 39,06% del total, con un ingreso promedio de 800 dólares. En el décimo siguiente se observa una caída importante en la participación, pasando a 16,0% del total, con un ingreso promedio de 328 dólares.

Después de ese décimo, las reducciones en las participaciones de los diferentes grupos son menores, sugiriendo nuevamente una mayor desigualdad entre los estratos más ricos. Las diferencias en las medidas de desigualdad entre las dos distribuciones analizadas son significativas: la participación de los 10% más ricos cae de 44,82% a 39,06%, con lo que el índice de Gini bajó, como habíamos visto, de 0,558 a 0,501 (una caída de 11,37 por ciento).

3.2. Distribución y concentración de los ingresos de los hogares en México

El ingreso monetario de los hogares en México puede ser dividido, grosso modo, en seis componentes:

En el Cuadro 3 están las participaciones (φ_h) de cada componente en el ingreso total de los hogares de México en 2000 y 2012. Se observa que en ese periodo la participación de los salarios sube de 56,21% a 64,87%, la participación de los ingresos por negocios cae de 23,49% a 10,72%. El rubro de ingresos por rentas sube de 1,36% a 4,38 por ciento.

La participación de las transferencias (incluyendo pensiones, remesas desde el extranjero y programas sociales) aumenta su participación en el ingreso de los hogares al pasar de 10,70% a 14,46%, el rubro de “programas públicos tipo Oportunidades”⁴ aumenta de 0,6% a 2,9%. Las percepciones de capital bajan de 8,18% a 5,46 por ciento.

El Cuadro 4 muestra las razones de concentración (C_h) en relación con el índice de Gini; en la última línea aparece el valor del propio índice en cada año. Se puede observar la tendencia a disminuir en el índice que pasa de 0,5575 en el 2000 a 0,5011 en el 2012; una caída de 10,12 por ciento.

La razón de concentración de los salarios cae de 0,5204 a 0,4958, y tanto en el 2000 como en 2012 es inferior al índice de Gini. Esto significa que los salarios se distribuyen más equitativamente que el ingreso total de los hogares en México. Paradójicamente, como veremos más adelante, aun así los salarios tienen un impacto relativamente pequeño en la disminución de la desigualdad en México.

La razón de concentración para pensiones es significativamente superior al índice de Gini en ambos años, lo que muestra que la distribución de las pensiones está reforzando el elevado grado de desigualdad en la distribución del ingreso en México. El “componente-Oportunidades”, captado como un subcomponente de las transferencias oficiales, tiene una distribución más equitativa que el ingreso nacional; y aún más: las razones de concentración negativas para este componente del ingreso están mostrando que dicha fuente de ingresos beneficia más a los segmentos de población con más bajos ingresos (gráficamente estaría siendo representado con una curva de Lorenz invertida). Esto puede ser interpretado como un interesante resultado de la política social en México: estos programas han sido focalizados eficientemente hacia los ciudadanos más pobres.

La razón de concentración de las remesas (el dinero que los miembros de los hogares reciben de sus familiares que trabajan en Estados Unidos) es siempre inferior al índice de Gini. Más aún, la brecha que existía entre el índice de Gini y la razón de concentración de las remesas aumentó pasando de 0,1879 en el 2000 a 0,2321 en el 2012. Como veremos más adelante al medir el efecto de las remesas sobre la desigualdad total, esto significa que las remesas desempeñan un papel relevante y creciente en la disminución de la desigualdad en la distribución del ingreso per cápita entre los hogares de México.

El cambio más importante que se puede observar en el Cuadro 4 es la caída en la razón de concentración de los ingresos por negocios: en el 2000 esa razón era de 0,5740 y en el 2012 bajó a 0,4156. Así, al final del periodo de estudio el ingreso derivado de los negocios se ha distribuido más equitativamente. Debe indicarse aquí que la clasificación de la Encuesta Nacional de Ingresos y Gastos de los Hogares establece como ingresos por negocios a todas aquellas entradas en efectivo o en especie que los integrantes del hogar reciben regularmente por su desempeño como trabajadores independientes en su trabajo principal o, si es el caso, en su trabajo secundario.

Esto significa que el ingreso de cualquier persona que se dedique a desarrollar labores en forma independiente o en sociedad (puede ser un jardinero, un plomero, un trabajador de una empresa que a su vez tenga un local afuera de su casa para vender cualquier tipo de mercancía; una vendedora de alimentos o un profesionista por cuenta propia; pero también un productor agrícola o un gran empresario) es considerado, bajo esta clasificación, como ingresos por negocios.

En la ENIGH las “ganancias” de una persona independiente se clasifican de igual forma que las de una persona que tenga un negocio relativamente grande y consolidado. Pues bien, los resultados indican que este tipo de ingresos tendió a concentrarse menos y a distribuirse más equitativamente entre los diferentes grupos sociales. Por lo tanto, investigaciones posteriores deberán indagar si se presentó un aumento importante en el número de negocios o empresas para los deciles más pobres de la población. Quizás en el periodo analizado hayan crecido el número de negocios por cuenta propia en manos de los segmentos más pobres de la sociedad mexicana, por lo que la razón de concentración de los ingresos por negocios cayó en más de 27,59 por ciento.

Por otro lado, la razón de concentración de las percepciones de capital cae de 0,8156 (altamente concentradas) a 0,6914 (aún altamente concentradas, pero menos que en 2010). Algún mecanismo económico está llevando a que los ingresos de capital se distribuyan “hacia abajo” en la estructura de los deciles de los hogares en México. Volveremos sobre esta cuestión en la sección 3.4. de este estudio.

Los Cuadros 5 y 6 muestran para cada componente del ingreso per cápita de los hogares en México, las razones de concentración con relación a los índices de Mehran y Piesch; respectivamente, para 2000 y 2012. La última línea de cada cuadro muestra los valores del respectivo índice en cada año. En el Cuadro 5 podemos observar que como un todo, el índice de Mehran muestra (al igual que el Gini) que la desigualdad en la distribución del ingreso per cápita de los hogares de México cayó entre 2000 y 2012: el índice pasa de 0,6759 a 0,5954; una caída de 11,92%. La razón de concentración para los salarios que era inferior al índice en el 2000, cayó ligeramente, pero el índice cayó más; de tal forma que la razón de concentración de los salarios quedó, en 2012, superior al valor del índice de Mehran.

El hecho de que el índice de Mehran sea más sensible a movimientos en el extremo inferior de la distribución hace que el aumento de la razón de concentración para salarios, con este índice, indique que los salarios se concentraron más del 2000 al 2012: los más ricos ganaron en el 2012 más por salarios, que lo que ganaban en relación con los más pobres por el mismo concepto, doce años antes. También se puede interpretar como un indicador de que los salarios de los altos ejecutivos de las empresas o del gobierno crecen más rápidamente que los salarios de las personas más pobres.

Algo en sentido contrario ocurrió con el ingreso por negocios: la razón de concentración de este componente pasó de 0,7059 (mayor al índice de Mehran) en 2000; a 0,5158 (menor que el índice de Mehran) en el 2010. Al igual que con el índice de Gini, estos datos indican que los más pobres tuvieron un mayor acceso a ingresos por negocios en el 2012 que en el 2000.

La razón de concentración de las percepciones de capital, para este índice eran superiores al propio valor del índice en el 2000 y pasaron a ser inferiores al índice de Mehran en el 2012; lo que lleva a la conclusión de que las percepciones de capital “se democratizaron” en el sentido de que aquellos sectores de la población más pobres tuvieron, de alguna forma, acceso a mayores ingresos por este concepto.

Es interesante notar que las razones de concentración de los ingresos por transferencias son siempre menores que el índice de Mehran. Este resultado está indicando; como ocurrió con el índice de Gini, que las transferencias (con excepción de las pensiones) desempeñan un papel importante en la reducción de las desigualdades. La razón de concentración de las pensiones es significativamente superior al valor del índice, lo que indica que dicho concepto actúa profundizando la desigualdad. Sin embargo, la razón de concentración tanto de las remesas como de los “programas tipo Oportunidades” son inferiores al valor del índice; lo cual significa que estos conceptos actúan favoreciendo una menor desigualdad en la distribución del ingreso de los hogares de México.

El Cuadro 6 muestra las razones de concentración en relación con el índice de Piesch. La razón de concentración de los salarios es siempre un poco menor que el índice de Piesch (recordemos, sin embargo, que esta medida es más sensible a modificaciones en la parte superior de la distribución). Nuevamente, la razón de concentración de los ingresos por negocios que era superior al índice en el 2000, cae en forma relevante, siendo inferior en el 2012 al valor del índice de Piesch. La razón de concentración para las transferencias es inferior al valor de su índice, indicando que ese componente del ingreso contribuye a la disminución de la desigualdad como un todo. Sin embargo, nuevamente se observa, en forma destacada, que las pensiones tienen una razón de concentración superior al índice de Piesch, tanto en el 2000 como en el 2012; más aún: las pensiones que ya tenían una razón de concentración, 22,25% superior al índice en el 2000, aumentaron dicho proceso de concentración tornándose 27,99% más concentrados que el ingreso total en el 2012. Esto lleva a la conclusión de que las pensiones son un factor que eleva la desigualdad con que se distribuyen los ingresos en México.

Por último, la razón de concentración de las remesas y de los “programas tipo Oportunidades” son inferiores al índice de Piesch. Lo que indica que estos dos componentes del ingreso de los hogares están actuando como factores que ayudan a disminuir la desigualdad en la distribución del ingreso.

Las fórmulas derivadas del análisis matemático de la sección 3 pueden ser aplicadas para medir el efecto que cada componente del ingreso de los hogares de México tiene en la desigualdad total en la distribución del ingreso a partir de las participaciones y de las razones de concentración de esas fuentes de ingreso para cada medida de desigualdad; eso es lo que presenta la sección 4.3.

3.3. Descomposición de los cambios en la desigualdad 2000-2012

Del Cuadro 3 (participaciones) y de los Cuadros 4, 5 y 6 del apartado anterior podemos descomponer los efectos de cada componente del ingreso en efecto-composición y efecto-concentración, así como medir el efecto porcentual de cada componente sobre la variación de cada medida de desigualdad.

Vamos a examinar, en primer lugar, la descomposición del cambio en el índice de Gini del 2000 al 2012. En ese periodo, el índice de Gini de la distribución del ingreso per cápita de los hogares en México cayó de 0,5575 a 0,5011; por lo que el ΔG = - 0,0570. El Cuadro 7 muestra la descomposición de esa variación de acuerdo con las fórmulas (17), (19) y (22); distinguiendo el efecto-composición y el efecto-concentración. Podemos observar que el efecto-concentración total representa 103,37% de ΔG. Para varios componentes de ingreso el efecto-concentración tiene un valor absoluto mayor que el efecto-composición, la excepción son los ingresos por rentas, pensiones y por “programas públicos tipo Oportunidades”.

En el Cuadro 7 están las contribuciones de cada componente del ingreso a la variación del índice de Gini entre 2000 y 2012. El índice de Gini cayó en aproximadamente 11% y más de 39% de esa reducción está asociada al ingreso por negocios: parece cada vez más claro que una modificación estructural en la economía mexicana ha permitido que sectores cada vez más pobres de la sociedad tengan acceso a ingresos por negocios familiares.

La segunda mayor contribución a la reducción del índice de Gini está asociada al ingreso por salarios (29,35%). Sin embargo, recordando los datos del Cuadro 3, que muestran que los salarios aumentaron su participación en el ingreso total de los hogares de 56,21% en el 2000 a 64,87% en el 2012; se esperaría que por esa única razón los salarios contribuyeran en forma muy relevante a disminuir la desigualdad, y ello no está ocurriendo. La única explicación de esta situación radica en el hecho de que a medida que pasa el tiempo, los ingresos por sueldos y salarios de los deciles más ricos de la población están creciendo más rápidamente que los ingresos por el mismo concepto para los deciles más pobres, como veremos en la sección 4.4.

En esta parte del análisis queremos destacar y llamar la atención sobre el papel que desempeñan en la disminución de la desigualdad, dos componentes del ingreso de los hogares: el rubro de “Ingreso por programas tipo Oportunidades” así como “Ingresos por Remesas”. A pesar de que estas fuentes del ingreso tienen una muy pequeña participación en el ingreso total de los hogares (4,0% para remesas y 2,9% para Oportunidades en el 2012); el efecto de ellas es muy relevante para la disminución de la desigualdad total: el efecto de los “programas tipo Oportunidades” es de 11,15% en la disminución del Gini total. El efecto de las remesas es de 9,02% para disminuir el Gini del ingreso per cápita de los hogares en México en el periodo 2000-2012 (ver Cuadro 7).

A pesar de algunas críticas recientes, una primera importante conclusión de nuestros resultados es que, a juzgar por los resultados en la descomposición del índice de Gini, el programa de transferencias monetarias condicionadas “Oportunidades” ha tenido un efecto significativo en la mejoría relativa de los hogares más pobres de nuestro país. ^{Levy (2010)}, al criticar los resultados de este programa, afirma que “Oportunidades” ha generado estímulos en la población pobre para mantenerse en la informalidad. Estos resultados deberían tomarse en cuenta en la redefinición de los programas públicos en México: en 2014 el “Programa Oportunidades” se transformó en “Prospera”, para incluir un componente productivo a la estrategia.

Por lo tanto, se verifica que dos componentes de las transferencias: los ingresos por Remesas y por los “programas públicos tipo Oportunidades” han tenido un efecto relevante para disminuir las desigualdades en México: entre ambos componentes explican 20% de la caída del índice de Gini.

El componente Pensiones influye negativamente, haciendo que la desigualdad crezca en 1,7%. De igual forma, los ingresos por rentas tienen un efecto negativo, provocan que la desigualdad crezca. En todas las economías el “efecto rentas” suele ser un factor de aumento de la desigualdad; esto es lógico si tomamos en cuenta que las rentas se derivan fundamentalmente de los activos físicos acumulados por los hogares y, en hogares ricos esa acumulación es más probable que en los pobres.

En los Cuadros 8 y 9 se pueden observar los efectos sobre los cambios en los índices de Mehran y de Piesch, de cada componente del ingreso de los hogares. Se puede concluir:

3.4.Estructura de la distribución del ingreso por componentes en México, 2000-2012

Del análisis desarrollado hasta aquí se desprende que son los componentes de ingresos por negocios, salarios, remesas y “programas tipo Oportunidades” los que más han contribuido a la disminución de la desigualdad en la distribución de los ingresos per cápita de los hogares en México. Esta sección tiene por objetivo mostrar cómo ha evolucionado la distribución, por deciles de hogares, de esos componentes.

Los Cuadros 10 y 11 muestran la estructura porcentual de la distribución del ingreso por componentes en México, en 2000 y 2012, respectivamente. La primera columna contienen los percentiles de hogares (desde 1% que incluye a la población con más ingresos; hasta los 10% más pobres).⁵ Las columnas adicionales muestran el porcentaje del ingreso de cada componente con que se queda cada percentil de la distribución. Así, por ejemplo, 1% de los hogares más ricos tenían el 9,36% de los sueldos y salarios; 32,18% de los ingresos por rentas y 14,55% de los ingresos por pensiones en el 2012.

En el Cuadro 10 se puede observar que en el 2000, 41,02% de los ingresos por transferencias quedaban en manos del decil más rico de la población, 10% superior. De los ingresos por negocios, ese mismo estrato de la población tenía 47,92%; de las pensiones 55,95%; de los ingresos por remesas, 27,35%; asimismo, 76,16% de las percepciones de capital y 39,32% de los ingresos salariales. Constatamos, con los resultados presentados en el cuadro 12 que esos porcentajes se modificaron quedando de la siguiente manera: ingresos por transferencias, 38,39% (2,63% menos que en el 2000); ingresos por negocios, 29,18% (18,74% menos); ingresos por pensiones, 55,69% (prácticamente no cambió); ingresos por remesas, 20,14% (7,21% menos); percepciones de capital, 60,58% (12,58% menos que en el 2000) e ingresos salariales, 37,24% (2,07% menos).

Analizando detalladamente la evolución de todos los componentes del ingreso para todos los deciles, encontramos una regularidad: mientras que el último decil (el de los más ricos) disminuye su participación en todos los componentes de ingreso, los deciles 1 al 6 (los de los más pobres) ven aumentar el porcentaje de ingreso que tienen para prácticamente todos los componentes del ingreso total.

Por otro lado, esos cuadros permiten apreciar que los primeros cinco deciles (donde se encuentra la mayor parte de los pobres de México) tenían en el 2000, 26,12% de los ingresos por remesas, y dicho porcentaje creció a 29,57% en 2012. Sin embargo, es notable que la mayor parte de los ingresos por remesas las tienen los deciles seis a nueve de la distribución, quienes en el 2000 tenían 46,53% de esos ingresos y subieron su participación a 50,29% en el 2012. Es decir, los realmente beneficiarios de las remesas en México no son los más pobres, sino ese segmento de la población a la que podemos denominar “clase media-baja”.⁶

Lo que sí se puede constatar, en relación con los ingresos de los estratos más pobres, es que los primeros cinco deciles de hogares tenían 64,65% de los ingresos por “programas tipo Oportunidades” en el 2000, porcentaje que subió a 67,25% en 2012.

Finalmente, es notable observar que los ingresos del primer decil (los 10% más pobres) vía remesas cayeron (de 3,15% a 2,18% del total) y los ingresos relativos de ese segmento de población vía “programas tipo Oportunidades” también cayeron para ellos (al pasar de 24,95% a 16,68% en el periodo); mientras que en el extremo superior, los 10% más ricos aumentaron su participación en el ingreso vía “programas públicos tipo Oportunidades” (de 0,00% a 0,64% del ingreso de ese componente en el periodo). Es decir, la expansión de los programas sociales en México están llevando a un “error de focalización”, en el sentido de que los problemas de administración asociados a las dimensiones del programa probablemente sean la causa de que alguna parte de los recursos destinados para pobres, están llegando a los más ricos. Estas modificaciones estructurales explican a qué se debe que cayeron todas las medidas de desigualdad en la distribución del ingreso cuantificadas en este estudio.